童年期留守經歷的情感補償與代際效應

劉志軍

(浙江大學 社會學系，浙江 杭州 310058)

一、前 言

父母離開家庭外出務工或經商而將未成年子女留在家鄉，是一個具有世界普遍性的現象。這在跨國勞工較多的國家以及國內遷移較多的發展中國家尤其普遍。聯合國兒童基金會報告稱，墨西哥雙親家庭中17%的兒童在童年時期某一階段中父親曾移民外出[1]。在羅馬尼亞，2007年約有82 000名留守兒童[2]。去海外工作的現象在東亞國家也很普遍，菲律賓有大約200萬兒童(占5%)的父母一方或雙方在海外工作。印度尼西亞大約有2%—3%的兒童留守在國內[3]。斯里蘭卡有超過十分之一的人受雇為國際勞工[4]，據Jayasuriya和Opeskin的估計，有100萬左右的兒童受到了移民現象的直接影響[5]。作為第一人口大國的中國，近三十年來國內人口流動持續增長，由此產生了數量最為龐大的留守兒童，據全國婦聯課題組的調查，2010年中國農村有大約6 100萬留守兒童[6]。即便根據《國務院關于加強農村留守兒童關愛保護工作的意見》中提出的更為嚴格的農村留守兒童定義*指“父母雙方外出務工或一方外出務工另一方無監護能力，無法與父母正常共同生活的不滿十六周歲的農村戶籍未成年人”。，在2016年也有902萬不滿16周歲的農村留守兒童*參見佚名《民政部：農村留守兒童902萬 超9成在中西部省份》，2016年11月10日，http://news.sohu.com/20161110/n472764078.shtml，2017年11月17日。。

留守兒童一般是指父母雙方或一方遷移到他國或前往國內其他地區務工經商，被留在老家半年以上的未成年人[2,7-8]。由上述定義可以看出，留守的本質是從雙親家庭的生活環境轉變為實質上的非雙親家庭生活環境，包括單親監護、祖輩監護、親友監護甚至無人監護等情形。因此，留守兒童亦可以視為生活于事實上的脆弱家庭中。Lee和McLanahan運用“脆弱家庭與兒童健康研究”的縱貫數據的研究表明，家庭不穩定與兒童發展有因果效應，對兒童的發展有顯著的負面影響[9]。與此一致，留守兒童也被認為將遇到身心發展方面的諸多問題。

留守兒童可能遭遇的問題很早就引起了學界的關注，學者們從總體上以及從教育、體質發展、心理健康、情感危機等多個維度對此進行了剖析。雖然結論并不一致甚至有相互矛盾之處，但總體來講，留守兒童在很多方面都遭遇了身心發展問題。中外研究表明，留守會導致情感、心理、行為、教育和健康方面的問題，產生學校表現差、輟學、與老師及同輩易發生沖突、焦慮、低自尊、易情緒低落、冷漠、自殺行為、吸毒等各種問題[2,10-19]。

雖然學界關于留守對兒童影響的研究已經比較豐富，但對留守產生的長期影響的研究還比較缺乏，一般考察的是留守對正處于留守狀態的未成年人的影響，或者曾經的留守經歷對未成年人各方面發展的影響。已有的關于留守經歷對成年后影響的研究，除了對新工人及新生代農民工的工作流動[20-21]、新生代農民工的城市居留意愿[22]和綜合就業能力及融入城市程度[23]的影響的研究外，還集中在對大學生等人群的分析，關注留守經歷對大學生的總體心理健康[24]、抑郁及焦慮[25]、孤獨感[26]、缺陷感[27]、軀體化和強迫癥狀[28]、自尊[29]、羞怯體驗與社交焦慮[注]吳丹《有留守經歷大學生心理安全感和社交焦慮的相關研究》，南昌大學體育與教育學院2015年碩士論文。、社會疏離感及人際關系[27]、價值觀與人格[30]、生活技能[31]、心理安全感[32]、主觀幸福感或生活滿意度[33]等方面的影響。海外學界也有眾多關于童年期生活經歷(含留守經歷)或生活背景對成年后影響的研究，如有研究指出，早年經歷與環境影響可以為遺傳易感性留下長期信號(signature)，影響大腦結構和長期身心健康[34]；一些早年生活條件如營養不良、童年期貧困以及有壓力的家庭對一系列的慢性疾病有著深遠影響[35-36]；倘若在成長期間與父母一方或雙方分離，從高中畢業的可能性更小，更可能從事低薪工作，家庭可能更不穩定[37-38]；而較低的童年期家庭社會經濟地位也與中年時期志愿工作和社會活動不積極顯著相關[39]。

從前人的研究結果來看，留守經歷就如同流動、貧困、創傷等其他童年期經歷一樣，對個人來說確實影響深遠，無論是對成年前的短期影響還是成年后的長期影響，都不可忽視。然而，學界多關注留守經歷的短期影響(或當期影響)。因此，本文希望通過對外來務工人員的抽樣調查數據來聚焦因留守而缺失的親子情感的補償，并對是否會由于這種情感缺失經歷而產生代際補償效應進行分析，以豐富對童年期留守經歷長期影響的研究。

二、研究假設、數據與變量

(一) 研究假設

關于留守對兒童的影響雖然說法不一，但有一個最基本的共識，即留守的本質就是親子隔離，從而造成親子情感的缺失。關于情感，人們的基本判斷是它與人的社會性需要有關，是人的基本需求，人的成長與發展都離不開情感，它對人一生的發展作用巨大[注]周揚《農村留守兒童情感缺失問題研究》，長春理工大學思想政治教育專業2013年碩士學位論文。。而親子情感是對人影響最大的情感類型之一，對兒童的影響尤甚。前人的調查研究已表明，留守兒童在留守期間由于親子隔離造成的情感缺失，容易產生孤獨、自卑拘謹、樂群性低、冷漠寡言、抑郁壓抑、緊張焦慮等諸多心理問題[40]，造成歸屬感缺失、安全感缺失、自尊心缺失和價值感缺失[注]周揚《農村留守兒童情感缺失問題研究》，長春理工大學思想政治教育專業2013年碩士學位論文。。也正因為這種情感缺失，留守兒童對父母的陪伴與親情關懷有深切的渴望和期盼[41]，且年齡越大越表現出對家庭完整和父母關懷的強烈需求[42]。

這種現象或可以借助心理學理論加以解釋。格式塔心理學派的代表人物勒溫借用拓撲學的概念，認為每一心理事件都取決于人的狀態及環境，從而提出心理緊張系統說。這一學說主張，在個人及其所處環境之間有一種平衡狀態，平衡被破壞，就會引起緊張，從而導致恢復平衡的移動。即人們會追求一個完整的心理圖形，如果外部因素導致人們有未實現的愿望，人們會做很多努力嘗試實現這個愿望。完形理論引出的“未實現的愿望詛咒”這一心理機制在很多文學作品中得到了闡釋[注]例如日本作家村上春樹的《再襲面包店》描述了主人公在青年時代搶劫面包店未果，婚后和妻子鬼使神差地再次實施搶劫，只為一個面包。此與勒溫的理論皆轉引自劉愿《彌補那逝去的青春：知青對子女教育的代際補償研究》，載《世界經濟》2016年第5期，第168-192頁。，在實驗心理學中也得到印證，還被諸多經驗研究所證實。例如，Meng和Gregory發現知青更可能通過夜校或電大獲得半正規的學歷，從心理學角度來說就是知青對未實現愿望的補償[43]。

由此我們可以推測，由于童年期的親子互動和親情關懷的虧缺，一旦有機會與父母團聚，留守兒童將更有可能利用這種機會或創造這樣的機會，即便是在成年以后，由于這種內心渴求的驅使，也會更多地利用或創造與父母團聚的機會，以實現未實現的愿望，略微彌補童年時代的心理缺憾。因此，可以假設，在其余條件同等的情況下，有過童年期留守經歷者將更多地與父母住在一起，即：

假設1：有過童年期留守經歷者與父母住在一起的可能性更高。

如果假設1得到證實，即有過童年期留守經歷者更多地與父母住在一起，那么就可以將其視為一種補償效應，即對自身童年期親子情感缺失的一種補償。不過，相關研究也關注到一種代際補償現象，即自身沒有實現的愿望或某種缺憾如果不能在自己身上得到完全的彌補或補償，也可能將其轉移到子女身上。以上文提及的知青為例，相關研究就發現，雖然知青可以通過在夜校或電大獲得半正規學歷以彌補沒有上大學的愿望，但畢竟夜校和電大的教育不是正規大學教育，這種愿望的補償是不完全的。在自身補償不完全的情況下，子女作為人類家庭的自然延續，知青將會通過增加子女教育投入的方式來進行代際補償，從而達成完整的心理圖形。劉愿的研究就論證了這種顯著的教育代際補償效應，作者利用2010年中國家庭追蹤調查數據對知青子女的分析表明，對第一個子女來講，知青子女比非知青子女的受教育水平顯著高約1年，更可能接受大專及以上學歷教育，這就是一種教育代際補償的結果[44]。

從學理上來講，即便留守兒童在成年后更多地與父母住在一起，其童年期的親子情感缺失也是不可能得到完全補償的。根據上文提及的代際補償理論，我們可以提出第二個假設，即有過童年期留守經歷的有子女的成年人，在同等條件下，在外出時將更多地攜帶子女一起流動，而不是將其留在老家。不過，子女不一定只有一個，因此，需對此假設做出進一步限定。劉愿的研究結論為我們做出這種限定提供了很好的參證，其分析表明，知青會通過增加子女教育的方式來彌補其教育被迫中斷的人生缺憾，假設知青育有兩個后代，當知青(預期)第一個子女的教育水平提高后，其不完整心理圖形的緊張得以緩解，因而對第二個子女教育的投入意愿減弱，使得知青與非知青第二個子女的受教育水平無顯著差異[44]。據此，我們提出第二個假設：

假設2：有過童年期留守經歷者會更少將第一個子女留在老家。

以上基于代際補償效應的分析提出了第二個假設，不過，與此效應相對，前人的研究也已基于班杜拉的社會學習理論指出了從父母到子女的代際傳遞現象[45]。傳遞的內容涉及依戀模式、收入、職業選擇、受教育程度、管教行為、體罰行為、施暴行為、受創傷經歷、人際信任、孝道觀念、貧困等多方面。在收入方面，王海港、李力行等的研究發現父母的收入對子女的收入有顯著的正向影響[46-47]。在職業方面，Hellerstein和Morrill對美國人的研究[48]以及卓瑪草、孔祥利對中國農民工的研究[49]都發現了代際傳遞效應。在教育方面，西方的諸多研究顯示，父母的受教育水平對子女的教育會產生正向的代際傳遞[50-51]，中國綜合社會調查(CGSS)及中國家庭追蹤調查(CFPS)的數據也都驗證了這種代際的正向傳遞效應[52-53]。海外研究表明，兒時遭受父母嚴厲管教會導致個體成年后更可能對孩子實施嚴厲管教[54]，兒時遭受過父母體罰或虐待的個體成年后更可能對自己的孩子實施體罰或虐待[55-58]，劉莉、邢曉沛等對中國人的調查也發現了這種體罰和嚴厲管教的代際傳遞性[59-60]。在信任方面，對美國人[61]、加拿大人[62]、德國人[63]及中國人[64]的研究都表明，個體的信任水平受到了父母信任水平的顯著影響。此外，創傷性事件的影響[65]、孝道觀念[66]、家庭暴力[67]都有較強的代際傳遞效應，甚至婚姻狀況、就業機會和醫療保險情況等都具有代際間的明顯相關性，尤以家庭貧困為甚[68]。

依戀模式的代際傳遞是心理學和行為研究領域的焦點之一，van Ijzendoorn將其定義為“根據特殊照料者(常常是父母)有關依戀的心理狀態可以預測嬰兒與特殊照料者之間依戀關系的安全性”[注]轉引自Bernier A. & Dozier M.,″Bridging the Attachment Transmission Gap: The Role of Maternal Mind-mindedness,″ International Journal of Behavioral Development, Vol.27, No.4(2003), pp.355-365。。相關研究表明，兒童早期與父母形成安全依戀，在兒童長大為人父母時，也更加容易和自己的孩子形成安全依戀，反之亦然[69]。根據依戀理論，兒時與父母交往的經歷使個體形成了有關自我與他人的“內部工作模型”或“內部心理表征”并整合到個性結構中去，成為個性結構的一個組成部分，這一工作模型會影響到其后為人父母時對孩子的行為[70]355-366。這種工作模型有一種穩定的傾向，一旦建立起來就傾向于永久[71]。

上述研究結論啟示我們，人們在童年期與父母形成的親子互動模式，也可能顯著影響他們在成年后與自己的子女之間的親子互動模式，這種親子互動涵蓋了多維度的內容，如居住模式、相處習慣、交流類型、情感表達等。那么，有過童年期留守經歷者，是否會因為童年時與父母在空間隔離狀態下的親子互動模式，而自覺或不自覺地將其傳遞至自己與子女之間的相處安排上呢？亦即他們是否會因此而更少地與子女住在一起呢？由此我們提出與第二個假設相對的第三個假設：

假設3：有過童年期留守經歷者與子女住在一起的可能性更低。

需要指出的是，假設3并沒有區分是跟第一個子女還是其他子女生活在一起，考察的是有沒有子女跟其同住。假設2與假設3雖然不是嚴格的相對關系，但大體上可以視為一種相互參證。

(二) 數據來源

為驗證以上假設，我們將基于中山大學“農民工權益保護理論與實踐研究”項目所得的調查數據進行相應的統計分析。2010年7月，該項目在劉林平教授的主持下，對長三角和珠三角地區19個城市的“大專及以下學歷、跨區縣流動、被企業或單位正式雇傭的外來務工人員”做了調查。問卷調查以2005年全國1%人口抽樣調查數據中長三角和珠三角的流動人口數量為依據進行樣本分配，控制性別、行業和區縣分布，共收集有效樣本4 152份[20]，分布在3 264家不同規模、性質和行業的企業中，除了少量符合條件的城鎮戶口者，絕大多數為農民工，占83.5%[72]，其中1980年及以后出生的有2 385個，本文的分析將基于這部分樣本進行。

(三) 變量設置

考慮到中國自1978年改革開放后，大量農民才開始從農村流向城市務工，留守兒童也才隨之集中出現并逐年增長。因此，這次的調查問卷僅問詢了1980年及以后出生者在各個成長階段“主要與誰生活在一起”的問題。本文將“小學之前、小學、初中任一階段，主要與父母之外的親友(祖父母、外祖父母、兄弟姐妹、其他親友)生活在一起或獨自生活”的樣本定義為有留守經歷者，回答“住校”者，因無從判斷其父母是否與其生活在一起，均按缺失值處理，其余視為無留守經歷，由此產生“曾經留守”這一變量[注]指學前、小學、初中這三個階段中是否有過任何一段的留守經歷。問卷也問到了“高中/技校及以上”主要與誰生活在一起的問題，但出于以下五個方面的考慮，筆者沒有將這一階段納入計算留守經歷的時間范圍：(1)這一階段的年齡跨度比較大，包括了技校及以上年齡段的情況；(2)這一階段的住校者占比較高，達44.2%，而對住校者來說，無從區分其是否跟父母住在一起；(3)相關研究表明，上高中之后父母外出的影響甚小(王挺《江蘇省農村留守兒童人格發展狀況及其影響因素研究》，南京中醫藥大學基礎醫學院2014年博士論文)；(4)事實上，諸多學者也將處在高中學齡期的未成年人排除在留守兒童群體之外，將年齡上限定在14周歲(段成榮、周福林《我國留守兒童狀況研究》，載《人口研究》2005年第1期，第29-36頁)、15周歲(范方《留守兒童焦慮/抑郁情緒的心理社會因素及心理彈性發展方案初步研究》，中南大學應用心理學2008年博士論文)或16周歲(吳霓《農村留守兒童問題調研報告》，載《教育研究》2004年第10期，第15-18，53頁)，或籠統地限定為處于義務教育階段的兒童(呂紹清《中國農村留守兒童問題研究》，載《中國婦運》2006年第6期，第19-25頁)；(5)2016年2月發布的《國務院關于加強農村留守兒童關愛保護工作的意見》(國發〔2016〕13號)對留守兒童的定義，也將年齡上限規定為16周歲，基本上等同于以九年制義務教育的最后階段即初中學齡段為界。，用來對童年期是否有留守經歷的長期影響進行測量。此外，考慮到不同年齡段留守經歷的影響強度與影響方向可能有所差異，故進一步對小學之前、小學、初中各階段是否留守進行單獨計算，由此生成“學前留守”“小學留守”“初中留守”這三個變量，以分別考察童年期不同階段的留守經歷對成年后的影響。

問卷在調查受訪者當年(2010年)“和誰住在一起”時提供了多選詢問，答項包括“父母”“子女”等9個選項。問卷針對有孩子的受訪者也設計了“第一個孩子現在何處”的單選題，答項有“在老家、和自己在一起、和自己在同一城市、在其他地方”4項。我們基于上述問題，將“是否跟父母住在一起”“是否跟子女住在一起”“第一個孩子是否在老家”分別設為三個假設的因變量。考慮到年齡、性別、婚姻狀況、教育年限、工種、收支比、住宿地等的影響，將它們作為控制變量，解釋變量則為相關的留守變量，具體設置將在后文的模型分析中交代。

三、統計分析

為驗證上文提出的假設是否成立，下面首先對相關的因變量進行分類描述統計，檢驗它們與留守變量的零階關系，然后建立回歸分析模型，在控制重要的影響變量之后，分析其凈關系，隨后據此對假設進行檢驗和討論。

(一) 留守經歷和是否與父母同住

針對1980年后出生的2 385個樣本，區分是否曾經留守及各階段是否留守進行分類描述統計，統計結果如表1所示。從表1數據可見，有留守經歷者與父母同住的發生比是無留守經歷者的2.1—2.6倍，差距顯著。為排除留守經歷以外因素的干擾，我們進行二元logistic分析。分析所用的控制變量除年齡、性別、婚姻狀況、教育年限、工種這些常規人口學特征變量外，還加入了收支比、住宿地、是否有子女同住、區域、是否跨省流動這5個變量，因為收支比影響了個人的經濟能力，住宿地可對能否與父母同住形成剛性條件約束(如有子女同住則可能因為需要父母幫忙照顧孩子而同住)，是否跨省流動是地理距離因素，而不同區域的企業特征和生活環境也可能影響個人是否與父母同住的決定。解釋變量為留守經歷，為區分不同時間段留守的影響，本文建立了四個模型，以分別考察學前留守、小學留守、初中留守、曾經留守的影響方向及影響程度。各模型的統計結果見表2。

表1 不同屬性人群與父母同住情況

注：“否”表示某個階段沒有留守經歷，“是”表示相應階段具有留守經歷。表中列出的只是相應群體與父母同住的比例(略掉了沒有與父母同住的比例)，下同。

表2 外來工與父母同住情況的Logit回歸

續表2

注：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05,+<0.1(雙尾檢驗)。下同。

從表2可見，在所有四個模型里，影響顯著的變量是一致的，只是影響程度稍有差異。從控制變量來看，年齡、性別、婚姻狀況、收支比、住宿地、有否子女同住是影響外來工是否與父母同住的顯著因素，而教育年限、工種、區域、是否跨省流動等變量的影響不顯著。從解釋變量留守經歷來看，是否有過留守經歷對于是否與父母同住的影響十分顯著，假設1“有過童年期留守經歷者與父母住在一起的可能性更高”獲得了有力的支持。具體而言，凡有過任何階段的留守經歷者，其與父母同住的發生比是無任何留守經歷者的2.63倍；有學前留守經歷者為無經歷者的2.09倍；有小學留守經歷者為無經歷者的2.85倍；有初中留守經歷者為無經歷者的2.49倍。從留守階段的影響程度來看，從高到低依次為小學留守、初中留守、學前留守。

(二) 留守經歷與第一個孩子是否留在老家

2 385個80后樣本中，有602個育有子女，其中82.2%只有一個孩子，16.3%有兩個孩子，有三個及以上孩子的僅占1.5%。因此，僅以第一個孩子是否留在老家作為測量指標是合適的，這一方面是因為多孩者占比很小，另一方面是因為代際補償效應往往只表現在第一個孩子身上。我們同樣區分是否曾經留守及各階段是否留守進行分類描述統計，統計結果見表3：

表3 不同屬性人群的第一個子女留在老家情況

從表3數據來看，除學前階段是否留守者之間有7.4%的差距外，其余各組數據間的差距均比較小。為排除留守經歷以外的因素干擾，我們同樣進行二元logistic分析加以驗證。分析所用的控制變量除年齡、性別、教育年限、工種這4個常規人口學特征變量外[注]602個育有子女的80后樣本中，除1人離異、1人未婚外都是在婚狀態，因此無須再控制婚姻狀況這一變量。，還加入了老家性質(農村還是城鎮)、區域、是否跨省流動、配偶是否在家鄉、孩子數目、收支比這6個變量，前三個變量是區位和地理性的家庭外影響因素，后三個變量則是影響決策的家庭內部因素。此外，模型還控制了與孩子自身有關的孩子年齡、孩子年齡平方、孩子性別、孩子出生地這4個變量。解釋變量依然為留守經歷，四個模型的統計結果見表4。

表4 第一個孩子是否留守老家的Logit回歸

續表4

從表4可見，在所有四個模型里，影響顯著的變量是基本一致的，只是影響程度稍有差異。控制變量中的年齡、性別、工種、區域、配偶所在地、孩子年齡、孩子年齡平方、孩子出生地是影響第一個孩子是否留在老家的顯著因素，而老家性質、教育年限、是否跨省流動、收支比、孩子數目、孩子性別等變量的影響不顯著。從解釋變量留守經歷來看，是否有過留守經歷對于是否將自己的第一個孩子留在老家并沒有顯著影響。無論是學前留守經歷、小學留守經歷，還是初中留守經歷，其影響都沒有達到統計顯著性標準。這表明，假設2“有過童年期留守經歷者會更少將第一個子女留在老家”沒有得到證實。

(三) 留守經歷和是否與子女同住

針對80后出生的602個育有子女的樣本，區分是否曾經留守及各階段是否留守進行分類描述統計，統計結果見表5：

表5 不同屬性人群與子女同住情況

從表5數據可見，有過各類留守經歷者與子女同住的發生比明顯低于無留守經歷者。為排除其他因素的干擾，依舊建立二元logit回歸模型加以厘清。分析所用的控制變量與上文關于是否與父母同住的分析模型的變量基本相同，只是移除了不再需要的婚姻狀況及不再適用的與子女同住這兩個變量。解釋變量依舊為留守經歷。各模型的統計結果見表6。從表6可見，在所有四個模型里，影響顯著的變量是基本一致的。從控制變量來看，工種、區域、住宿地是影響外來工是否與子女同住的顯著因素，有初中留守經歷者稍有差異，區域因素不顯著，教育年限的影響卻相對顯著，而年齡、性別、是否跨省流動、收支比等變量的影響不顯著。從解釋變量留守經歷來看，是否有過留守經歷對是否與子女同住并沒有顯著影響。無論是學前留守經歷、小學留守經歷，還是初中留守經歷，其影響都沒有達到統計顯著性標準。這一結果表明，“有過童年期留守經歷者與子女住在一起的可能性更低”的假設3也未能獲得支持。

表6 外來工與子女同住情況的Logit回歸

四、穩健性檢驗

上文使用回歸模型初步檢驗了關于童年期留守經歷的情感補償與代際效應的3個假設，只有假設1獲得了初步證實，另外兩個假設被推翻。但正如McLanahan等指出的那樣，使用橫截面數據所做的分析存在著沒有考慮到可能被遺漏的變量偏誤以及反向因果關系的風險[73]。為此，人們常運用一些新的方法來進行穩健性檢驗，如進行變量替換、更改回歸模型的計量方法、調整分類標準等[74]。上文的分析中已經采用多標準分類法[注]即按照時間段進行留守經歷類型的四種劃分，參見前文“變量設置”部分的說明。分別建構了模型，對留守經歷與相應因變量的相關性進行了初步的穩健性檢驗。下文將采用其他方法從不同側面進一步檢驗。囿于問卷所能提供的變量數量及數據類型，下面采用自助法(Bootstrap Method)對假設1的檢驗模型進行抽樣估計準確性的檢驗，對于大體上形成相互參證關系的假設2與假設3，則引入一個新的因變量“情感上是否不舍得將孩子留在農村”，同樣進行二元logistic回歸，通過模型間數據的比較來進行穩健性檢驗。

首先，對于“有過童年期留守經歷者與父母住在一起的可能性更高”的假設，由于缺乏可以形成參證或反證的變量，故僅在相應的Logit回歸模型中加入Bootstrap自助抽樣，通過方差的估計來構造模型系數的置信區間。設定的自抽樣次數為1 000次，置信區間度為95%，抽樣方式為簡單放回抽樣。四個模型的部分結果見表7[注]為節約篇幅，僅列出留守經歷變量的相關參數，模型的完整結果可聯系作者索取，下同。：

表7 外來工與父母同住情況的Logit回歸(Bootstrap，節選)

從表7的統計結果來看，無論是β值、標準誤還是顯著性等指標，與此前的回歸結果僅有細微的差別，從而排除了采樣分布偏差的影響。這說明模型的回歸系數估計具有一定的可信度，童年期留守經歷的情感補償效應得到進一步驗證。

其次，借鑒變量替換的驗證方法，采用參證變量對假設2與假設3進行檢驗。問卷設置了一個多選題，問詢把孩子帶到務工地上學的原因，選項之一是“情感上不舍得將孩子留在農村或家鄉”，共有125名80后外來工回答了這一問題。該題直接問及對方與孩子的親子情感，因而比較符合參證變量的要求。采用假設3檢驗模型的自變量組合，同樣按不同時間段的留守經歷建構四個二元logistic回歸模型，統計結果見表8。

從統計結果來看，各模型中的留守經歷變量對因變量都沒有顯著影響，表明人們并沒有因為童年期的留守經歷而在情感上更重視或更輕視親子團聚，從另一個側面驗證了留守經歷并不一定會產生代際補償效應或代際傳遞效應。

表8 情感上是否舍得將孩子留在老家的Logit回歸(節選)

五、總結與討論

上述統計分析證實了第一個研究假設，但另外兩個假設都未能獲得支持，這表明童年期的留守經歷確實會引發一種補償效應，但不一定會產生代際補償效應，而留守的代際傳遞效應也沒有得到證實。

對于有過童年期留守經歷者更多地與父母住在一起的分析結論，一方面，我們可以運用前文提及的完形心理學理論做出解釋。據此理論，有過留守經歷的成年人因童年期被動接受的親子隔離，未能享受到應有的親情關懷，從而形成了他們不完整的心理圖形，親子團聚因而成為他們“未實現的愿望”。另一方面，我們還可借鑒生物學界的補償效應或補償現象進行進一步的理解和詮釋。補償現象在生物界中普遍存在，一般由脅迫和傷害所引起，是生物對不良環境的一種適應[75]。作物栽培領域的研究發現，作物在一定時期受旱后再供水，作物的生長速率超過正常供水或缺水狀態下的生長速率[76-77]。由此可以做出類比，即童年期的親情缺失如同作物遭遇了干旱一樣，在沒有就學等方面的羈絆或成年進入職場后選擇與父母住在一起的行為，就如同作物在干旱結束后的補償性生長。正是童年期的親子互動和親情關懷的虧缺，使他們在有條件的成年期更傾向于與父母團聚，以實現“未實現的愿望”，彌補童年時代的心理缺憾。

人的完形趨向或補償心理會對個體行為產生深遠影響，人們可能自覺或不自覺地在成年后更多地與父母生活在一起，以彌補童年期未實現的親子團聚愿望。然而，畢竟親情互動對不同年齡段的人的價值和作用有別，成年后的親子團聚終究彌補不了童年期親子隔離的缺憾，因而這種“未實現的愿望”的補償是不完整的。依照一般的理論分析，在自身補償不完全的情況下，他們就可能通過保障甚至加強與自己子女的親情互動進行代際補償，如更少將子女留守老家，更多地帶著子女一起生活等，從而形成完整的心理圖形。

不過，本文的分析結論并沒有支持這一觀點，這可能有兩個方面的原因，一是童年期留守經歷確實沒有這方面的類似效應，二是這種外在的不顯著不等同于內在的不顯著，也可能是由其他因素遮蔽所導致，或是被作用方向相反的若干因素所抵消。

正如上文所述，假設2與假設3雖然不是嚴格的相對關系，但大體上可以相互參證。因此，這兩個假設同時被否定，就很有可能是代際補償效應和代際傳遞效應抵消的緣故，即有過童年期留守經歷者一方面傾向于通過與子女的更多親情互動來彌補童年期與父母親子隔離帶來的缺憾，另一方面又可能在內心已不自覺地把將子女留在老家的安排視為無可厚非甚至是最為合適的一種選擇，從而出現兩種效應均不顯著的假象。

社會現象紛繁蕪雜，要厘清各種關系并不簡單。事實上，將子女留守老家還是帶在身邊一起流動的決策受到多方面因素的影響，而既有的調查數據尚沒有相關變量可以控制這些因素的影響，因此，本文的分析結果并不能確切地表明有過留守經歷者也會更多地傾向于將未成年子女留在老家。筆者所做的部分訪談表明，有過留守經歷者往往因為自己經歷的不太情愿和略有創傷性的童年期留守生活而表達了盡量不將子女留在老家的想法，但在反復權衡利弊之后，又不得不將子女留在老家跟隨祖輩或其他親友生活。這表明，有過留守經歷者的內心意愿與最后采取的實際行動之間并不一定具有必然關系，它受到了工作崗位的性質、收入水平、居住條件、地方教育政策等多種因素的綜合影響。但我們也不能據此否定這種留守決策的代際傳遞效應，因為個人口頭所說不一定反映了內心的真實驅動力。也可能外在表達或意向上不希望自己的子女重復被留守的不快經歷，但其內心的判斷和選擇機制卻驅使他們做出了讓子女陷入留守再循環的決策。這種內在的心理機制很難通過受訪者的口頭表達得到反映，后續還需要通過合適的工具變量來進行深入的探究。

(本文基于南京大學社會學系劉林平教授主持完成的教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“農民工權益保護理論與實踐研究(09JZD0032)”的問卷調查數據完成，獲得了劉林平教授的數據使用授權，特此說明并致謝！)